一、引言
在我國，占中小企業3%的科技型中小企業已經為國家貢獻65%以上的專利和技術，成為國家創新體系中最能動、最活躍和最具效率的部分（吳林海，2009），然而在“抓大放小”和“做大做強”的政策框架下，政府長期以來把政策扶持的焦點主要集中于培育大企業和大企業集團上，而對科技型中小企業支持嚴重缺失，導致了中小企業在創新上遇到了很多阻礙，例如資金、技術和人才的短缺，造成了中小企業創新主體的動力和貫徹力度不強，不能將創新研發長期貫徹，難以形成企業的持續競爭力，這也就使得我國中小企業的生命周期較短，據趙弘、趙燕霞（2006）調查了中關村1012家科技型中小企業結果顯示，76.8%的企業年限在5年以內，10年以上生存期的僅占7.2%，生存年限普遍較短。伴隨著我國創新型國家建設的實踐，創新研究的不斷深入，如何提高中小企業技術創新動力成為理論與實踐關注的焦點。企業的技術創新活動各要素中，經營決策者對于企業創新活動的關注程度與否將影響著企業的創新投入。因此，需要一種有效的激勵模式將高層管理人員的利益與所有者的利益聯系起來，給予高管一定的股權，兼任“股東”的身份，使其關注代表企業長期價值的技術創新活動，有利于企業獲得長期的核心競爭力，擺脫為他國企業貼標生產的模式。定位于高成長，高科技含量的企業，服務于自主創新企業上市的創業板市場，在其剛推出不久之時，通過研究探析創業板市場中的中小企業高管持股對于企業技術創新投入影響，探討促進企業技術創新動力提升的方式，也期待可以為企業完善薪酬激勵提供制度參考。
二、研究設計
（一）研究假設 Jensen、Meckling（1976）認為由于管理者不是企業的完全所有者，管理者努力的同時可能必須承擔全部成本而只獲得部分利潤；當他消費額外收益時則獲得全部好處而只承擔少部分成本，結果會導致管理者熱衷于額外消費，不去努力工作，從而產生“代理成本”，陳郁（1998）認為讓管理者擁有剩余權益是解決代理成本的一種途徑。在委托代理的過程中，加之創新研發是一個高度信息化的過程，zenger（1994）認為創新研發涉及到專有的信息知識和隱形知識，倘若創新研發遇到障礙，而股東無法正確評價代理人的研發行為努力程度，這會抑制代理人的研發興趣，從而導致企業減少這種代理人努力付出但得不到委托人正確評價的研發行為。因此為了避免這種信息不對稱而產生的機會主義，劉春草、徐寅峰（2003）認為將研發人員的報酬與其開發產品的市場盈利性掛鉤，讓他們承擔一定的風險，這也在一定程度上說明需要給予高管對于創新成功所帶來的剩余權收益。從現代契約理論的觀點認為企業是一組契約的聯結體，企業是非人力資本和人力資本的一種特別的合約（周其仁，1996）。但是因為企業雇主（實物資本所有者）與未來的經營者（人力資本所有者）簽訂合約時不可能完備地規定所有的權利和義務，加之經濟行為人的行為具有有限理性和機會主義特征，所以這些契約不可能是完全契約。駱品亮（1998）認為由于R&D所固有的高度不確定性，契約中不可能對在將來哪一天拿出R&D成果作具體規定，而只能對企業的資金投入和R&D人員的努力程度、創新所有權的配置以及利潤分享規則進行約定。因此建立一種激勵制度―高管持股可以使經營者的利益與企業利益相一致，經營者更加注重企業長期的發展，能夠積極進行技術創新而為企業創造出更多的財富。同時，也能夠防止經營者短期行為的發生。通過經營者持股，不僅提高了經營者創新的積極性，也能夠保證技術創新的持續進行。Chen等（2006）在實證研究了臺灣1996年至2001年間信息技術企業中高管持股與R&D的相關關系后指出，高管持股有效的解決了委托代理中存在的問題，降低了代理成本，進而促進了企業的研發投入。Wu and Tu（2007）則從行為代理觀角度研究了CEO的股票期權與R&D支出之間的關系，當公司存在較多的富余資源或者公司業績較好時，股票期權可以促進企業的研發出。劉偉、劉星（2007） 認為高管持股與企業R&D支出之間的顯著正相關關系僅存在于高科技類上市公司，而在非高科技企業中影響有限。劉運國、劉雯（2007）的研究中指出高管是否持股與研發支出顯著正相關，說明對高管的股權激勵有利于增加公司的研發支出。周杰、薛有志（2008）從管理者激勵與監督控制機制兩個方面，檢驗了總經理持股與董事會結構對R&D投入比例的影響，研究結果表明，總經理持股可以降低管理者短視傾向，顯著地提高公司R&D投入。但是也有少數學者得出高管持股與技術創新不顯著甚至負相關的結論，David B. Balkin等 （2000）基于代理理論考察了90家高技術企業中CEO的報酬與技術創新的關系。他們從企業專利數量和研發費用投入兩個指標來衡量技術創新，認為CEO的短期補償與技術創新有關，而高技術企業中CEO的長期補償與技術創新之間的相關關系很弱；而在74家技術含量較低的企業中，無論是CEO的長期報酬還是短期報酬與技術創新都沒有關系。魏鋒，劉星（2004）以企業資源理論、企業治理理論和企業戰略管理理論為基礎，從國有企業內部治理機制人手，實證檢驗中國國有企業內部治理機制對企業技術創新活動的影響，研究結果表明國有企業高層管理人員持股比例與企業技術創新正相關，但不顯著。馮根福和溫軍（2008）利用中2005年至2007年343家上市公司的相關數據，對高管持股與技術創新的關系進行了實證分析，研究結果表明：經營者持股與企業技術創新存在正相關關系，但這種發現并不具有統計上的顯著性。Ryan和Wiggins（2002）認為高管持股與技術創新之間存在內生性，不同的股權激勵類型與技術創新之間的關系不同，高管持有的受限制性股票與R&D支出之間存在負相關性。
以上學者做出研究得出的結果不盡相同的原因，可能因為各自選擇的樣本數據不同，以及不同板塊的企業和不同行業的公司治理結構有著不同程度的路徑依賴，以及它們對技術創新的依賴程度不同，因此不能以偏概全的認為高管持股對于技術創新一定就存在著積極的影響，不同板塊的企業和不同行業的公司高管激勵對于技術創新有著不同的影響。除此之外，影響技術創新的因素有很多，除了高管持股以外，高管團隊特征、行業因素、財務狀況等都可能影響企業技術創新，漏掉重要的影響因素容易導致有偏誤的估計結果，甚至會掩蓋高管持股與技術創新之間的真實關系，所以得出的結果不一致。這可能是不同行業對于技術創新的依賴程度不同導致的結果，鑒于創業板企業的特點，企業對于技術創新活動的愿望強烈，因此提出基本假設：
H1：高管持股與企業技術創新存在正相關關系
（二）樣本選取 截止2010年7月通過在巨潮咨詢網（http://www.cninfo.com.cn/）創業板塊的年報收集，創業板上市公司披露年報共57家，直接以數字形式詳細披露研發事項的有54家，間接披露研發事項的有3家，其披露程度遠遠高于中小企業版和主板市場，這對于研究中小企業自主創新問題提供了數據支持。從行業角度看，高新技術行業披露量顯著高于一般行業，高新技術行業有48家，全部直接詳細披露研發事項；一般行業有9家，直接詳細披露研發事項6家，間接披露研發事項3家。剔除一家存在奇異極端值的公司――深圳市中青寶網網絡科技股份有限公司。最后形成了56家樣本組成的數據。
（三）變量定義 本文以創新投入為因變量，以高管持股為自變量，同時為了真實反映解釋變量和被解釋變量之間的關系，加入了一些控制變量。（1）因變量。創新投入指標有的研究采用企業人均研發支出（Wu&Tu，2007），而更多的研究多采用企業研發支出與銷售收入比值（研銷比）來衡量創新投入，研銷比已經成為國內外衡量企業創新開發能力的通用指標。國內大多數的研究采用研發銷售比指標作為研究，考慮到本文的樣本是創業板的中小上市公司，它們在研發上存在著不穩定性和間斷性，筆者在做一些課題采訪中小企業的時候發現，企業高管多數都是“今年有項目，就投研發，今年沒有項目就不投”，因此認為應該采用連續幾年的研銷比的均值來計算較為穩妥，考慮到數據的可得性，本文以今年和去年的研銷比 （研發費用與營業務收入的比重）平均值作為衡量企業技術創新的變量，記為R&D。（2）自變量。本文用高管人員的持股數占公司的總股數的比例來表示高管持股變量，記為EXE。而高管持股數是根據年報中采用在“董事、監事、高管人員持股變動及報酬情況”一欄中所列出董事、監事和高級管理人員持股總數之和。因為本文的研究正好處于創業板上市之初的這樣一個時點，所以每家企業的高管持股以及總股本年初和年末數具有一定的變動性，因此也采用年初和年末值的平均數來表示。（3）控制變量。本文著重研究高管持股對于創新投入影響，為了能真實反映解釋變量與被解釋變量之間的關系，需要加入控制變量。從不同的視角研究公司技術創新活動會產生不同的影響變量，如高管團隊理論認為，高管特征會影響技術創新活動；此外，公司特征是影響公司治理制度的重要變量為了更好地滿足零條件均值假設，本文可能同時會選擇影響R&D投資的公司特征指標作為控制變量。當然，但本文不可能將所有變量涵蓋于模型之中，為了提高模型的自由度、防止過度識別問題，僅將這些特征納入隨機誤差項．將一些影響企業R&D支出的因素設計為以下控制變量：第一，高管技術背景。Zahra（2000）等認為企業成功的創新和冒險需要經營者強力支持，經營者能力充分發揮使得他們更富有企業家精神，從而支持企業創新等長期價值創造活動。具有生產、技術或者研發經歷的高層管理者跟樂于關注和了解技術方面的內容，更愿意加強產品和技術創新投入。李華晶、張玉利（2006）認為高管團隊中具有技術性背景成員人數與企業創新存在著正相關關系。因此將高管的技術背景作為影響企業R&D支出的因素的控制變量。第二，領導結構。對于董事長兼任總經理的領導結構是否可以促進技術創新一致以來是學術界討論的話題。兩職合一會導致董事會對CEO監督失靈，CEO在掌握企業決策大權的同時可能會采取投機行為，更多地關注于與自身利益相關的決策制定，抵制研發投資等高風險的長期價值創造活動，從而不能充分地發揮其管理創新才能（郭海、李垣，2006）。但是同時也有學者認為兩職分離的情況下，總經理的創新自由度變小．制定一個創新決策可能首先遇到很多阻力，即使得到批準，也要經過上下很多環節的審核，延長了反應的時間，有可能錯失創新機會（李西�、楊建君、李垣，2008）。從這些研究至少可以認同一點，領導結構將影響著企業的技術創新影響。第三，資產負債率。有不少學者從公司治理結構中的負債結構考慮與企業創新投入之間的關系（陳隆、張宗益，2005；張宗益、張湄，2007）。技術創新資金的投入會減少當期利潤，而高資產負債率會對經營者帶來較大的盈利壓力，會降低經營者進行技術創新的積極性。同時由于技術創新的高風險性和不確定性，由于銀行等債權人僅能獲得固定收益（貸款利息）而無權分享研發投資所帶來的風險報酬，出于其債權的安全性，他們不愿意看到企業進行不確定性較強、風險較高的技術投資活動，債權人會采取約束條款來限制企業的資金流向風險較高的創新研發活動。因此，將企業的資產負債率作為影響企業R&D支出的因素的控制變量。第四，盈利能力。盈利能力強的企業比財務陷入窘境的企業在不確定性較高，風險較大的創新活動上，更敢于投入研發資金的。通常采用凈資產收益率來衡量企業的盈利能力，也采取這樣的指標選取。第五，企業成長性。高成長性的公司有動機投入更多的研發費用來創造成長機會，參考以往學者的指標選取，選取營業收入增長率來反映企業的成長性。第六，高新技術行業。行業性質將會影響企業對于研發投入的依存度，企業所處的行業決定了它對研發需求的大小，技術含量高的行業必然比技術含量低的行業更需要研發，這將直接導致行業間研發支出有顯著差異，因此控制行業對研發支出的影響是必要的。控制變量的取值方法及預期是正相關還是負相關參見（表1）。
（四）模型建立 本文利用橫截面數據的多元回歸分析方法，檢驗高官持股對企業技術創新的影響，以EXE為解釋變量，以TECH、CEO、LEVER、ROE、GROWTH為控制變量，建立回歸模型如下：R&D=C+α×EXE+?茁×TECH+?酌×CEO+?漬×LEVER+?濁×ROE+?姿×GROWTH+?茲×industry+?著 。
其中C為常數項，α，?茁，?酌，?漬，?濁，?姿，?茲為常數項，?著 為誤差項。實證結果均由SPSS16.0軟件計算得到。
三、實證結果分析
（一）描述性統計 （表2）為描述性統計結果。可以看出，創業板企業技術創新研發投入強度均值達到了5.223%，按照國際上一般認為，企業研發費用占到企業銷售收入的2%才能維持生存;研發費用達到銷售收入的5%才具有競爭力，可以認為創業板公司的研發水平較強。從（表3）還可以看出高新技術行業的研發強度顯著高于一般行業（顯著水平α=0.05上顯著），企業研發對于行業性質存在著一定的依賴性。從（表2）的描述性統計結果中能從縱向看出高管持股水平較高，均值達到了50%以上，此外趙婷（2010）經研究發現創業板上市公司已經達到86家（時間截止至2010年6月21日），在上市前已經實施了股權激勵的公司高達45家，占比達52.33%，激勵的深度與廣度遠高于主板和中小企業板上市公司。這樣的持股方式優點在于產權明晰，持股的運營者們明白為企業創造價值，也就是為自己創造財富。高管中技術背景比例超過了40%，為企業的研發決策提供了智力資本。從（表2）的財務指標來看，創業板的財務情況良好，資產負債率平均水平遠遠低于通常認為的50%，企業的資產來源中負債較少，因此企業可以較少地受制于債務約束進行創新活動。從資產收益率和營業收入增長率來看企業的運營情況，可以看出企業處于快速發展的階段，并且盈利能力較強。當然如果財務情況較差，可能無資格登陸創業板上市。
（二）相關性分析 （表4）為設置研究變量之間的Pearson相關系數，可以看出研發投入強度R&D與高管持股比例EXE在5%水平上顯著正相關，大多數變量與R&D顯著相關，且符號與本文的預期一致。對于領導結構CEO與R&D和營業收入增長率GROWTH與R&D雖然正相關，但是這種相關性并不顯著，將在回歸分析中進一步討論它們與R&D的關系。
（三）多重共線性檢驗 本文中使用容忍度（TOL）和方差膨脹因子（VIF）作為檢驗指標。對自變量進行多重共線性檢驗。從（表5）顯示的多重共線性的檢驗結果看出，各TOL接近于1，各VIF也遠遠小于10，可以認為研究變量之間基本不存在多重共線性。
（四）回歸分析 回歸分析結果見（表6）。可以得出如下結論：第一，在全體企業樣本中高管持股與研發投入具有正相關性，并且這種正相關性在5%水平上顯著，這與本文的假設H1相一致。股東與高管之間由于存在委托代理將會出現信息不對稱導致可能出現的高管機會主義以及利己行為，通常股東用短期的財務績效指標（例如凈資產收益率、凈利潤、營業收入增長率）考核高管的經營努力程度，但這往往會使得企業忽略代表長期價值與核心競爭力的技術創新活動；由于企業創新活動是一項高度不確定和需要專門的人力資本才能識別高管努力程度的活動，因此獲取的信息成本又往往較高，這就導致了股東無法正確評價以及監督高管創新努力程度。從模型的回歸結果可以認為通過高管持股這樣的激勵制度，對于高管關注企業研發確實能夠產生長遠激勵，持有股權的高管更能從企業的長遠利益出發，重視R&D投資。第二，從控制變量的回歸結果來看，高管中具有技術背景的比例將顯著的正向影響企業的研發投入，這符合本文的預期，具有與本企業相關專業技術背景高層管理者更具創新性，高管團隊在戰略管理中往往會憑借自身具有的專業技術背景和能力進行決策，進而對企業創新活動產生積極影響。資產負債率與企業研發投入呈現一種顯著的負相關關系，如果受制于債權約束的企業是會減少不確定性程度較高的創新研發活動，這與本文的預期相一致。企業的凈資產收益率與企業的研發支出呈現顯著正向關性，與本文的預期符號一致，可以認為盈利能力良好的企業會為了下一步的繼續盈利而更加努力的研發創新，保持自己的核心競爭力。代表企業成長性指標的營業收入增長率與研發銷售比呈現負相關關系，但是這種關系不具有顯著性。第三，是否為高新技術行業與R&D支出存在正相關關系，但不顯著，將在后面的模型中將“高新技術行業（industry）”指標作為分類變量來分組檢驗高管持股與R&D關系的影響。 將樣本數據按照行業進行分類成高新技術行業與非高新技術一般行業。從（表6）模型2看出在高新技術行業組中，高管持股水平與研發支出強度R&D具有正相關性，這種正相關性在顯著水平10%上顯著。在非高新技術行業組中，高管持股與研發支出強度R&D負相關，但是不顯著，這可能是因為本文的模型3樣本容量太小，導致非高新組出現這樣的運行結果。但是至少可以認為在創業板高新技術企業中高管持股與企業技術創新投入具有正相關性，也在一定程度上驗證了本文的假設H1。此外，在模型5的結果中，高新技術行業（industry）指標對于創新投入存在正相關影響，并且這種正相關性在10%水平上顯著，從一定的程度上反映了企業研發投入對于行業性質的依賴。第四，通過模型1、模型2和模型3的結果來看，得出在高管團隊之中的領導結構特征變量與R&D支出相關性并不顯著，為了進一步研究將“領導結構（CEO）”指標作為分類變量來分組檢驗高管持股與研發投入關系的影響。通過模型4和模型5的回歸結果可以看出，在董事長兼任總經理組中，高管持股與企業創新研發正相關，但是不顯著。對于這種正相關且不顯著的存在著兩種可能的解釋：第一種可能是雙職合一的情況下高管激勵存但是激勵不足導致了這種不顯著現象，但是根據（表7）與（表8）可以看到雙職分離還是合一的情況下，兩組樣本中的獨立樣本檢驗的t值與F值可以看出高管持股水平與研銷比均值以及標準差在 水平上并不存在顯著差異。兩組的高管持股水平接近，但在董事長不兼任總經理組中高管持股與企業創新研發具有正相關性，且這種正相關性在10%水平上顯著，因此認為像以往“激勵存在但是激勵不足”的研究解釋并不適用于創業板中小企業樣本的領導結構對于高管持股對技術創新的解釋；再者，在董事長與總經理不兼任組中，雖然高管持股與創新投入正相關顯著，但是這種顯著僅僅在 水平上顯著，與模型1的總樣本回歸分析結果的EXE統計t值相比反而降低，并且降低的水平存在顯著性差異，去除“領導結構（CEO）”變量后adj.R2升高，認為董事長是否兼任總經理的領導結構不影響企業研發水平，也不影響高管持股對于企業研發支出的激勵效果，這與以往研究認為領導結構顯著影響企業創新投入（陳隆、張宗益，2005；張宗益、張湄，2007；）的結論不一致，這可能與創業板的公司特征有關，如（表7）和（表8）所示。創業板上市公司也多是從家族企業衍生而來，通過對首批創業板上市的28家公司的招股說明書的分析發現這28家創業板公司的股權結構極具親情或者友情色彩。在這28家公司中，有8家是“夫妻店”，5家是“兄弟連”，2家是“父子兵”，老同事、老同學共同創業的公司有7家（創業板暴富之后，2009）。高管團隊中處于核心地位的董事長與總經理多具有極強的親情與友情色彩，創業板的公司領導結構并不十分的是清晰，沒有形成規范的職業經理人企業制度，在這種狀況下的職位分離現象有時并不是真正的職位分離，例如某家上市公司董事長與總經理雖然是由兩個人擔任，但是這兩個人是“夫妻關系”或者“兄弟關系”，經營的決策與監督的權利從“集權于一身”變成了“集權于一家”，實質并沒有發生變化，這種雙職分離的形式并沒有起到權利制衡與監督的作用，這種并不是從外部引入職業經理人的制度也許適合企業初步發展時創新決策的需要。創業板各上市公司的領導結構狀態如果單用董事長與總經理是否兼任的傳統方式劃分似乎還為時過早，這種不明顯的領導結構導致了回歸結果的不顯著性。模型3的樣本容量很小，在上述討論中不做過多分析，本文列出僅為了顯示結果，表達分組研究的完整性。
四、結論
本文研究得出如下結論：由于技術創新具有風險性，人力資本是企業進行技術創新的關鍵資源，通過實施高管持股激勵政策可以對企業技術創新也能產生積極的影響。再者，創業板企業的性質決定了高管必須具有與企業技術創新需要相關的專業技能和統籌管理的能力，積累較多的專業知識和經驗，才能夠更好的促進企業創新活動。高管的技術背景將對企業進行技術創新決策、資源配置有著積極的影響。此外還發現，創業板的企業領導結構對創業板上市公司創新研發活動并不構成顯著影響。在以往研究中大都認為在企業發展的初期應該雙職合一，這樣有利于經營者有著更多的權利和自由度進行創新活動以及面對環境的不確定性作出高效的反映（Boyd ，1995；李西�、楊建君、李 垣，2008）。但是通過實證結果來看，領導結構并沒有顯著影響企業的創新研發，雖然雙職合一有利于創新者，但是也有利于“不創新者”機會主義行為和道德風險。通過雙職分離對經營者權利的制衡，可以促使經營者選擇有利于企業長期價值最大化的決策。本文的研究樣本企業的經理人較少從外部聘用，多數是企業創辦者可以信任的家庭成員或者同學朋友，這樣的領導結構即使是“雙職分離”也并不能起到權利制衡與監督作用。鑒于高管持股可以促進企業的創新研發，本文給出的政策建議有：首先，完善股票市場的有效性。經營者持股能夠進一步加強對經營者的激勵和約束，使經營者和企業所有者能夠擁有一致的利益目標。為了實現該目標，就要有一個良好的股票市場。如果股票的價格不能反映出公司的運營情況，經營者不會因為努力工作而獲得收益，也不會因為玩忽職守而受到懲罰，那么這種激勵方式就失去了效用。其次，要發揮薪酬委員會的作用。薪酬委員應該在保持獨立性、權威性、制度約束性，在評價高管經營努力程度和績效時候不能僅僅用單調的財務指標，例如凈利潤、資產收益率、營業收入增長率等，也需要考慮一些代表企業長期價值的戰略績效指標，如研究開發水平、開發產品市場占有率等。本研究經過上面的討論得到了一些有意義的結論，但是仍存在一些局限之處，需要在未來研究中加以改善，并進一步深化。這些局限包括：首先，本研究是在國內外相關研究的基礎上，結合高管持股理論，構建了高管持股與企業技術創新的模型，但是本文只分析了二者之間的關系，將影響企業技術創新的其他因素作為控制變量，這種方法盡管很普遍，但也可能存在不足之處。控制變量的選擇可能依舊不是很全面。其次，在樣本收集方面。盡管本研究以創業板上市公司年報數據為準，但到目前為止僅有57家上市公司公布了年報，樣本的容量偏小限制了進一步研究以及現有研究的準確度。
